TPB視角下大學生志愿服務意愿影響因素實證分析

芮 飛，丁 凌

（宿州學院商學院，宿州 234000）

黨的十九大報告提出要“推進誠信建設和志愿服務制度化，強化社會責任意識、規則意識和奉獻意識”。大學生作為參與志愿服務的主力軍，其志愿服務具有實踐性與育人性相結合、無償性與公益性相一致、自愿性與組織性相統一等特點。志愿服務活動是大學生參與社會實踐、踐行社會主義核心價值觀和實現自我價值的重要渠道，也是學校進行思想政治教育的重要載體[1]。近年來，在相關政策的大力支持和政府的重視下，我國大學生志愿服務事業穩步發展。目前大學生志愿服務參與度較高，但是還存在著活動形式單一、參與時長較短、缺乏持續性等問題。提高大學生參加志愿服務的意愿和積極性，對于高校加強學生思想政治教育、落實立德樹人根本任務具有重要意義。

2018年9月25日，云南電科院與重慶大學電氣工程學院簽訂合作協議，依托云南省工程實驗室“云南省超導電力設備技術工程實驗室”，與重慶大學下屬的國家重點實驗室“輸配電裝備及系統安全與新技術國家重點實驗室”，聯合成立“應用超導電力技術聯合研發中心”。這是電科院首次與國家重點實驗室成立聯合研發中心，也是云南電網公司首個與國家重點實驗室成立的聯合研發中心。

關于志愿服務重要性的研究，Shant2等[2]指出志愿服務對于解決社區和國家甚至全球問題方面發揮著至關重要的作用，不僅使許多組織順利運作，還有助于維持社會凝聚力。Kragt等[3]發現志愿者的期望和承諾是持續參與志愿服務意愿的關鍵驅動力，壓力、與他人的消極互動等會降低志愿者持續參與的意愿。關于志愿服務影響因素的研究，章曼娜等[4]在分析青少年志愿服務行為的影響因素后，提出志愿服務意愿直接影響志愿服務行為，而社會支持對志愿服務意愿有正向影響。周媛等[5]通過構建旅游志愿服務意愿模型分析發現，個人規范、責任性人格以及開放性人格等對旅游志愿服務有正向的顯著作用。

大學生是志愿服務的主體，大學生志愿服務相關問題的研究是學者關注的熱點，國內學者對其研究主要集中在志愿服務的理論性研究，很少從大學生志愿者微觀角度實證分析志愿服務意愿的影響因素。因此，本文從計劃行為理論視角下構建志愿服務意愿結構分析模型，實證分析大學生志愿服務意愿的影響因素并提出相應的建議。

1 理論分析與研究假設

1.1 計劃行為理論

在分析個體行為意愿的研究時，計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TBP）是最具有解釋力和說服力的，它被廣泛應用于解釋各類行為的產生，是研究個體行為的經典理論。計劃行為理論認為，一個人的具體行為直接受個人行為意圖的影響，行為意圖越強，具體行為發生的概率就越大，反之亦然。行為意向又受行為態度、主觀規范和感知行為控制三個因素的影響[6]。計劃行為理論在旅游志愿服務、青年志愿服務等方向得到應用，該理論的預測和解釋力也都得到了證實。但是通過整理文獻資料發現，該理論鮮有被應用到大學生志愿服務意向的研究中。計劃行為理論作為知名的行為研究理論，為深入分析大學生志愿服務意愿的影響因素提供了良好的理論基礎。本文基于計劃行為理論，利用結構方程模型分析影響大學生志愿服務意愿的因素。

1.2 研究假設

1.2.1 志愿服務態度與志愿服務意愿 態度是個體對某種行為的好惡程度的評價，對行為意愿有重要影響[7]。章曼娜認為志愿服務意愿主要來自個體自我發展和完善的內在驅動力，志愿服務給志愿者帶來的正向效用越強，志愿者參加志愿服務的意愿就越強烈。Marta等[8]通過實證分析也驗證了態度與志愿服務意愿存在顯著的正相關關系。因此，本文提出以下假設：

驗證性因子分析。驗證性因子分析是整合性SEM分析的前置步驟，被使用于檢驗測量模型中的觀察變量與潛在變量的假設關系。測量模型由志愿服務態度8個觀察變量、主觀規范4個觀察變量、知覺行為控制4個觀察變量和志愿服務意愿4個觀察變量構成，利用AMOS 26.0軟件對整體測量模型進行結構效度檢驗。對于因子載荷較小，根據修正指數（MI）標準，刪除A12、A15和B24三個觀察變量。各項擬合指標為：X2/df=2.254＜3，表明擬合良好；RMSEA=0.065＜0.08，結果予以接受；GF1=0.908＞0.9，結果適配良好；AGF1=0.876＞0.08，結果予以接受；CF1=0.938＞0.9，結果適配良好；TLI=0.925＞0.9，結果適配良好。綜合來看，先期提出的因素結構與數據擬合理想。量表信度和效度及因子分析情況如表1所示。

1.2.2 主觀規范與志愿服務意愿 主觀規范是指個人對是否采取某項特定行為所感受到的社會壓力和個人規范[6]。張寶生等[9]認為對于大學生志愿者來說，社會壓力是來自身邊的父母、朋友、同學、教師以及自己生活圈的其他人對志愿服務活動的認可程度；Cialdini等[10]認為個人規范體現了社會責任、道德規范及規章制度等對參加志愿服務的影響。Cao等[11]認為主觀規范是大學生志愿服務意愿的關鍵因素，對志愿服務意愿有顯著的影響。因此，本文提出以下假設：

在妊娠的初期直到臨產，隨時都應該意識到可能發生母胎病理性變化的意外，定期到有條件的婦產科進行母胎監護和必要的防治措施。高齡產婦要特別重視和做好產前檢查，應縮短檢查的時間間隔，從確診懷孕開始，應每半個月檢查一次；從第8個月開始，每周檢查一次。要特別注意血壓，以便早期發現妊娠合并癥。若發現異常，及時采取有效措施，必要時盡快住院治療。

本文通過調查問卷的方式獲得研究數據，依據TPB理論和參考已有文獻如Ajzen[6]、楊月坤[13]等設計本調查問卷測量題項。調查問卷分為兩部分，第一部分共7題，主要是調查對象個體基本信息；第二部分共31題，采用李克特五級量表對調查對象志愿服務意愿、行為態度、主觀規范以及知覺行為控制進行測量，從高到低對應調查對象對題項表述的符合或者贊同程度。2022年3～4月，采用在線問卷的方式對宿州學院在校學生進行調查，共收集問卷376份，其中有效問卷數365份，樣本有效回收率97%，符合結構方程（SEM）大樣本的要求。

1.2.3 知覺行為控制與志愿服務意愿 知覺行為控制是指個體根據自己所掌握的經驗、資源及機會等對自己是否能夠順利完成預期目標的主觀判斷與信念[6]。通常掌握的經驗、資源和機會越多，個體對行為意愿的知覺行為控制越強。熊智偉等[12]認為知覺行為控制對意愿有較大的貢獻度，在特定的情境下，高知覺行為控制能力可以直接引發意愿的產生。因此，本文提出以下假設：

2.2.3 假設檢驗及模型結果分析 在信度效度分析的基礎上，進一步對研究假設進行驗證，各變量間的標準化路徑系數、P值以及假設檢驗結果見表2。

2.2.2 效度分析 探索性因子分析。在進行因子分析之前，首先需要對KMO樣本測度和Bartlett球形檢驗對數據相關性進行檢驗，只有KMO值大于臨界值0.7，Bartlett球形檢驗值顯著性概率小于0.05時，才適合做探索因子檢驗。根據表1結果顯示，KMO的值為0.897，Bartlett球形檢驗的顯著性為0.000，說明模型原有變量間有較高的顯著性，適合做探索因子分析。在進行探索性因子分析時，采用方差最大正交旋轉和主成分分析，按照特征值大于1的標準提取出四個主成分，旋轉后的因子載荷都大于0.5，說明問卷具有良好的結構效度。

2 實證分析

2.1 問卷設計與數據來源

H2：主觀規范對志愿服務意愿有正向影響

2.2 信度與效度檢驗

按照相關規則,按照稅法規定外國企業以及外國企業收入,相關企業包含三例:在資金、運營、購銷等方面，存在直接或間接地操控或具有聯系;直接或間接地同為第三者所操控或具有;以及有其他利益上的相相聯系。

Paraffin-embedded tumor sections were stained with PCNA antibody (1 : 400). Detection was carried out by using GTVisinTM immunohistochemical analysis KIT (Gene Tech Co., Ltd., Shanghai, China). The images were observed under a microscope (IX73; Olympus, Japan).

H3：知覺行為控制對志愿服務意愿有正向影響

表1 量表信度和效度及因子分析情況

H1：大學生志愿服務態度對志愿服務意愿有正向影響

本研究結果提示腹腔鏡輔助保肛術具有手術時間短、術后恢復快、出血少及安全性高等優勢。與對照組相比，觀察組患者術后胃腸道功能恢復較快，主要是由于腹腔鏡手術創傷較小，術中對內臟器的機械牽拉較少，同時可清楚地保護和識別盆腔自主神經。此外，由于腹腔鏡手術創傷小，術后疼痛較輕，術后患者下床活動較早，有利于胃腸道功能恢復［11］。兩種術式在治療低位直腸癌都可取得全直腸系膜切除的治療效果，其療效及患者生活質量差異均無統計學意義［12］。另外，腹腔鏡組患者手術分離出較多的淋巴結數目，表明腹腔鏡治療低位直腸癌的全直腸系膜切除效果更佳。

（1）志愿服務態度對志愿服務意愿具有顯著的正向影響。表2結果顯示，志愿服務態度與志愿服務意愿標準化路徑系數為0.359，在1‰水平下顯著，說明如果志愿服務態度每提高1個單位，志愿服務意愿也隨之提高0.359個單位，假設H1由此得到驗證。在志愿服務態度的各個觀察變量中，A16、A17的標準化路徑系數最高，分別為0.811和0.813。這說明，大學生在參加志愿服務活動希望在幫助他人和為學校和社會發展做出奉獻的同時，也能夠借助志愿服務活動來培養自己的能力和積累一定的社會經驗。

（2）主觀規范對志愿服務意愿無顯著的影響。主觀規范對志愿服務意愿在5%水平下不顯著，假設H2未能得到驗證。B21、B22和B23對志愿服務意愿沒有顯著效應。原因可能有兩個方面：一是志愿服務本質是一種不求回報、自愿、不受他人意愿支配的行為，大學生參加志愿服務多屬于自發行為，個人的意愿占主導；二是一部分學生參加志愿服務是為獲得社會責任學分，當滿足一定的社會責任學分后，參加志愿服務活動頻次明顯下降，周邊親朋對志愿服務的認可對其影響也不再顯著。

2.2.1 信度檢驗 信度是指測量數據的可靠性。在利用問卷調查的方式獲得數據時，不可避免會存在一定的抽樣誤差、測量誤差等。因此，為了確保模型分析結果的質量，有必要對量表的信度進行檢測。Cronbach’s α系數是檢驗問卷可信度的常用方法，系數越高，量表的整體一致性越好，數據分析的結果越可靠。根據羅納德的觀點，Cronbach’s α系數不得小于0.7，否則信度不具有可靠性。本文采用SPSS 26軟件對初始量表中的志愿服務態度、主觀規范、知覺行為控制和志愿服務意愿進行信度分析。志愿服務態度、主觀規范、知覺行為控制和志愿服務意愿的Cronbach’s α系數都大于0.7，校正后的總相關系數（CITC）超過了0.4，說明量表具有較高的內部一致性，問卷具有良好的穩定性和可靠性。

（3）知覺行為控制對志愿服務意愿具有顯著的正向影響。知覺行為控制對志愿服務意愿標準化路徑系數0.529，在1‰的水平下顯著，說明如果知覺行為控制每提高1個單位，志愿服務意愿也提高0.529個單位，假設H3由此得到驗證。而且知覺行為控制與志愿服務態度相比，知覺行為控制對志愿服務意愿的貢獻度更大（0.529＞0.359），知覺行為控制的各個觀察變量的標準化路徑系數從高到低依次為C32、C33、C34、C31 。良好的身體條件和自身的能力對大學生參加志愿服務意愿影響較大，說明大學生參加志愿服務是理智性行為，是經過深思熟慮的，而不是盲目跟風參加，這也進一步解釋了B21、B22和B23對志愿服務意愿沒有顯著效應。此外，有效獲取志愿服務活動的信息也是影響大學生參加志愿服務意愿的重要因素。

3 研究結論與對策建議

本文基于TPB理論，運用結構方程模型分析了大學生志愿服務意愿的影響因素，分析得出志愿服務態度和知覺行為控制對大學生志愿服務的意愿具有正向顯著影響，且知覺行為控制對大學生志愿服務意愿影響更大，主觀規范對大學生志愿服務意愿沒有顯著影響。基于此提出以下建議來提高大學生參加志愿服務活動的積極性和有效發揮志愿服務立德樹人功效。

第一，暢通信息渠道，提高志愿活動知曉率。能否有效獲取志愿服務活動的信息是影響大學生志愿服務意愿的重要因素。學校志愿服務活動很多是組織內部的活動，組織外的學生很少能及時獲得信息。因此，要充分利用“三微一端”加強志愿服務的宣傳力度，拓展學生對志愿服務信息的獲取渠道，提高學生參與志愿服務意愿。

皇權伴隨帝國夢的破滅出現斷層，統治美學卻并未終止，它因長期存在而留下巨大慣性，如記憶和基因一般流傳下來，幻化成陶瓷本身所攜帶的思維樣式，它有別于西方陶藝的情趣化表現，更多體現的是對空間的占有或渲染。這的確是一種非常神奇的感受，就像皇權賜予的物件一般，擁有當代語境下的魔力。

第二，豐富志愿活動形式，提高參與者的興趣。志愿服務一方面是參與者幫助他人、奉獻社會的體現，同時也是參與者對精神世界的追求。在條件允許的情況下，學校應當充分考慮學生的個人興趣，開展形式多樣的志愿組織活動，充分調動大學生參加志愿服務的積極性[14]。

第三，健全組織結構，增強服務信心。現階段很多志愿服務組織只負責招募志愿者卻忽略了對志愿者的服務能力培訓，研究發現大學生參加志愿服務是理性的行為，他們會考慮自身能否勝任志愿服務工作，而減輕學生志愿服務前的“畏難”情緒行之有效的方法是有針對性地對其進行培訓。因此，學校應當健全志愿服務組織結構，注重對志愿服務能力的培養，增強參與者的服務信心。